服务业FDI对中国服务业出口竞争力的影响
——基于SVAR模型的实证分析

杨 荷

(重庆工商大学，重庆 400067)

服务业FDI对中国服务业出口竞争力的影响
——基于SVAR模型的实证分析

杨 荷

(重庆工商大学，重庆 400067)

采用1985—2014年的年度数据，运用SVAR模型，实证分析影响中国服务业出口竞争力的服务业FDI及其相关因素。一方面，改革开放以来服务业外资参与度的增强提高了服务业的出口竞争力，且这种影响在长期内趋于均衡；同时，产业结构变迁的过程中，产业结构的高级化提高了服务业的出口竞争力，产业结构的合理化进程速度较慢，对服务业出口竞争力影响不大。另一方面，服务业全要素生产率的提高增强了服务业的出口竞争力。

服务业FDI； 服务业出口竞争力； 产业结构变迁； 全要素生产率

一、引言

从建国初期至今，中国的服务业发展包含了两个阶段：第一阶段从建国初期到改革开放之前，由于中国在经济发展实力上与发达国家差距巨大，我国实行了优先发展重工业的经济发展战略，这一战略在建设社会主义的初期起到了一定作用。但是，这一战略导致中国损失了引进和使用外国资本、技术、人才的机会[1]。第二阶段从1978年中国实行改革开放政策至今，为大力发展社会主义市场经济，中国开始直接使用外商投资[2]。外商的直接投资迅速进入服务业，服务业实际使用FDI从1997—2013年增长了5.5倍[3]。数据显示，1998—2012 年，中国服务业贸易的国际市场占有率从1998年的1.76%增至2012年的4.37%。截至2012年，美国的服务业贸易国际市场占有率为14.4%[3]。由此可见，服务业FDI的流入对我国服务业的国际竞争力可能存在影响。

学术界关于服务业FDI对服务业国际贸易影响的研究比较深入。国外学者对服务业FDI的理论研究是以传统制造业FDI的理论为基础，制造业FDI理论体系可沿用至服务业FDI[4]。传统制造业FDI理论体系由来已久，以国际投资区位理论为主，包括了海默的垄断优势理论、巴克莱的内部化理论、弗农的产品生命周期理论以及邓宁的国际生产折衷理论[5]。此外，国际竞争优势的理论体系也比较成熟。大卫·李嘉图的比较优势理论认为，对国家而言，出口具有“比较优势”的产品，而进口具有“比较劣势”的产品是有利可图的[6]。Poter提出了国家竞争优势理论，把对竞争优势的理解从企业上升到国家，一个国家进行国际贸易的竞争优势在于主导产业具有优势，在这一过程中，提高生产率以及企业的创新起到了关键作用[7]。

国内学者关于服务业FDI对服务业国际贸易的影响研究，主要以实证分析为主。苗琛建立服务业竞争力指数与服务业外资规模的二次曲线方程，通过协整性检验以及格兰杰因果关系检验，指出服务业FDI与服务业竞争力存在倒U型关系，且不同的行业影响到了二者的关系[3]。陈纯在服务业FDI对服务贸易的影响机理基础上，对服务业FDI与传统服务贸易出口、新型服务贸易出口利用OLS估计建立多元线性回归模型，并检验出三者存在长期稳定的协整关系，认为服务业能够促进我国的服务贸易出口商品结构升级[4]。孙方伟建立服务业FDI与服务贸易竞争力指数的误差修正模型，结合服务业FDI对服务贸易影响的传导机制，认为服务业FDI的流入改善了中国的资本质量，有力地提高了服务部门的出口竞争力[5]。王恕立等运用协整理论与误差修正模型，探讨了服务业FDI流入对东道国服务贸易出口的影响机理，实证了服务业FDI、货物贸易出口对中国服务贸易出口产生正向影响[8]。李勤昌等采用规范分析和实证分析相结合的方式，分析出FDI通过直接和间接两种途径对中国服务出口起到积极的促进作用[9]。

综上，国内外学者关于服务业FDI的研究对于研究服务业FDI对服务业国际竞争力的影响都是有价值的。国内学者的研究结果表明，服务业FDI有效地促进了服务业出口竞争力的提高。以上研究的传导机制都局限于服务业内部企业的物质资本或者人力资本，忽视了宏观经济环境对其传导机制的影响。本文将通过以下几方面的改进，对以往的研究作出有价值的补充：第一，通过服务业FDI推动产业结构升级，进而影响服务业国际竞争力这一传导机制，研究服务业FDI对服务业出口竞争力的影响，并对各因素的影响进行比较；第二，运用SVAR模型，对服务业FDI影响服务业出口竞争力的路径及其贡献进行实证分析，进而提出服务业FDI对服务业出口竞争力产生积极作用的政策建议。

二、变量的衡量和数据处理

(一)变量的衡量

1.服务业出口竞争力的衡量

衡量国际竞争力的指标很多，常用的包括显示比较优势指数(RCA)、国际市场占有率、市场渗透率(MPR)等[2-5]。本文参考李钢等[10]对产业国际竞争力的实证分析，采用包含服务业出口占商品总出口比重、相对出口优势指数、出口增长率优势指数、相对出口优势指数变化率、国际市场占有率、贸易竞争指数、国际市场占有率提升速度、贸易竞争指数提升速度在内的8项指标，通过赋权得到服务业国际竞争力综合指数(IC)。

2.服务业FDI

本文考察服务业外商直接投资额对服务业国际竞争力的影响，不能根据外商直接投资额的实际值来判断，外资参与度[2]才能有效衡量外资对产业的贡献度。因此，本文采用服务业外商投资额占服务业总投资额的比重作为服务业外资参与度(FDI)。

3.产业结构变迁的衡量指标

产业结构的变迁通常包含了产业结构合理化和产业结构高级化两个方面。产业结构合理化指标是衡量资源的投入结构是否与产出结构耦合的指标[11]。一个经济体的产业结构合理化水平通常采用结构偏离度或泰尔指数进行衡量[11-13]。结构偏离度在考察经济体的产业结构合理度时忽略了各产业的相对贡献度，而泰尔指数可以有效衡量各产业的贡献权重，且保留了结构偏离度的理论基础。本文采用泰尔指数(TL)[14]来衡量产业结构的合理化程度，产业结构的高级化指标采用非农业产值占整个国民经济的产值比重来衡量。

4.服务业全要素生产率的衡量

在研究发展经济学的过程中发现，工业化过程中，一国通常会优先发展劳动密集型行业[2]。服务业作为典型的劳动密集型产业，且劳动本身就是最终产品，很难实现生产率的增长。根据“索洛余值”关于生产率的研究，通过运用不断进步的信息技术可以使服务业的生产率高速增长[15]。因此，需要考虑服务业全要素生产率对服务业出口竞争力的影响，将全要素生产率引入模型之中。

5.数据说明

本文涉及的服务业是通常所指的第三产业。模型涉及数据包括中国服务贸易出口额、中国商品出口额、世界服务贸易出口总额、世界商品出口总额、中国服务贸易进口额、世界服务贸易进口额、中国服务业外商实际直接投资额、中国服务业投资总额、三次产业国内生产总值、三次产业就业人数、1985—2014年消费价格指数。样本区间为1985—2014年。数据用Eviews 8.0软件处理。

(二)数据的处理

1.服务业出口竞争力的计算和说明

本文选用服务业出口占商品总出口比重、相对出口优势指数、出口增长率优势指数、相对出口优势指数变化率、国际市场占有率、贸易竞争指数、国际市场占有率提升速度、贸易竞争指数提升速度等8项指标，通过赋权，计算服务业国际竞争力综合指数。首先，根据表1所示指标体系，计算得到各项指标。其次，参考李钢等按照均等分的方式对各指标赋权，各指标权重平均为1/8。最后，对各指标赋权加总得到综合指标，以1984年服务业制成品为基期，通过公式：(当年的综合指标-1984年的综合指标)+100=当年服务业国际竞争力综合发展指数，最终得到1985—2014年30年间服务业的国际竞争力综合指数，见表1。

表1 服务业出口竞争力综合指数

注：数据根据《中国统计年鉴(1986—2015)》《国际统计年鉴(2015)》计算所得。

2.服务业FDI的计算说明

服务业FDI采用外资参与度进行衡量，即中国服务业实际外商投资额占中国服务业总投资额的比重，数据处理结果见表2。

表2 服务业外资参与度

注：数据根据《中国统计年鉴(1986—2015)》计算所得。

3.产业结构高级化、合理化指标的计算说明

产业结构的合理化指产业结构的平衡度，指具有投入产出关系各个部门需求和供给的平衡，采用泰尔指数(TL)进行衡量。计算公式如下

(1)

其中，TL表示泰尔指数，Y表示总产出，L表示就业人数，i表示第i产业。TL越趋近于0，意味着产业结构越处于均衡状态，各产业发展的协同度越高；反之，则说明产业结构不合理。通常采用非农业产值比重来衡量产业结构的高级化，随着产业服务的强化，第三产业的产值比重越加显著，于是采用第三产业与整个国民经济的产值之比(ST)作为高级化衡量指标。产业结构高级化指标如果不断上升，表明产业结构在不断升级，产业的服务化特征愈加显著。计算得出产业结构合理化、高级化指标(表略)。

4.服务业全要素生产率的计算和说明

全要素生产率(DEA)通常采用柯布—道格拉斯生产函数进行计算。在计算时，顾虑名义第三产业的国内生产总值和投资额会受到价格因素的影响，借鉴程承坪等对数据的处理方法[16]。首先，取1978年价格指数为100，按照统计年鉴上1985—2014年的消费价格指数，计算各年价格指数。然后用名义国内生产总值及名义投资额分别除以价格指数，得到实际值。

由于柯布—道格拉斯生产函数为非线性的模型，需要在模型两端取自然对数，转换为线性模型lnYi=lnA+∂lnLi+βlnKi+μ。将实际国内生产总值及实际投资额代入模型中，进行OLS估计，得到估计结果如下

LnYi= -2.5885+ 0.8742LnLi+ 0.3970LnKi

[-2.4529] [6.7809] [13.7916]

(2)

由式(2)计算出服务业全要素生产率A=Yi/Li∂Kiβ(表略)。

三、计量实证分析

(一)单位根检验

将各变量取自然对数以避免异方差性，采用ADF检验方法检验各变量序列的平稳性。检验结果表明，均在5%的显著性水平下接受了非平稳的原假设，而经过一阶差分后，均拒绝存在单位根的原假设，服从I(1)；只有在5%的显著性水平下拒绝了原假设，服从I(0)。

(二)模型建立与滞后阶数的确定

建立SVAR模型需要考虑模型的平稳性，对模型中的非平稳变量取一阶差分。本文主要估计服务业FDI及其所带来的产业结构变迁，全要素生产率的改变对我国服务业的出口竞争力的传递动态，为准确反映服务业FDI对服务业出口竞争力的冲击，对各变量进行控制。因此，模型的内生变量确定为：根据LR、FPE、AIC、SC、HQ准则对最优滞后阶数进行检验，发现所有结果都显示确定SVAR模型的最优滞后阶数为3阶。

(三)变量间Granger因果关系检验

由于各变量因果关系的排序会对脉冲响应函数产生不同的影响，有必要对各变量的因果关系进行检验。依据因果关系检验结果，变量间的因果关系如下

(四)SVAR模型的识别与估计

VAR模型无法给出变量之间当期相关关系的确切形式，而SVAR模型能够解释隐藏在误差项相关结构之中的当期相关关系，因此，本文采用SVAR模型来解释变量之间的当期关系[17]。根据以上分析可以建立包含5个变量、滞后3阶的SVAR(3)模型

C0yt=Γ1yt-1+Γ2yt-2+Γ3yt-3+μ1，t=1,2,…,T。

(3)

假设C0可逆，可导出简化式的方程为

(4)

同时，将式(4)表示为无穷阶的向量移动平均形式VMA(∞)：yt=A(L)εt，并且各种外生变量的结构冲击需要通过各元素的响应才能观测到。因此，要建立SVAR模型，首先必须通过普通最小二乘估计法建立VAR模型yt=Φ1yt-1+Φ2yt-2+Φ3yt-3+ε。然后，将原式写为滞后算子式C(L)yt=μt。接着，转化滞后算子式为结构式(VMA(∞))：yt=B(L)μt。最后，通过原式与结构式，得到A(L)εt=B(L)μt。其中，A(0)=I3，ε=B(0)μt。如果B(0)已知，就可以估计出模型的结构系数及结构信息。因此，施加约束给B(0)可以识别SVAR模型[17]。施加的约束是对变量之间的同期相关关系的约束，所以根据SVAR模型的识别条件，本文建立递归形式的短期约束，主要采用Sims提出的使矩阵的上三角为0的约束方法。

(五)脉冲响应函数与方差分解

根据以上的因果关系检验及服务业FDI影响服务业出口竞争力的传导机制，本文利用脉冲响应函数来分析服务业FDI及其引起的产业结构变迁在30年间对服务业国际竞争力产生的冲击，利用对服务业国际竞争力的方差分解，得出影响服务业出口竞争力相对重要的因素。

1.脉冲响应函数分析

图1显示了服务业出口竞争力的脉冲响应函数：(1)服务业FDI对服务业出口竞争力的冲击从第1、2期开始是负向影响，但是到了第3期开始产生正向影响。随后一直处于波动阶段，第5、9期呈现强烈的正向影响并在第5期达到峰值，其余时期都是负向影响。最后，到达第10期，影响趋于稳定。大体而言，服务业FDI对服务业出口竞争力波动产生了较大影响，由于国内外经济环境在不断变化，所以影响过程表现得较为复杂。(2)产业结构合理化程度对服务业出口竞争力的冲击一开始是负向影响，到了第3期产生微弱的正向影响，而后是负向影响，直到第6、7期也是微弱的正向影响。说明产业结构的合理化程度对服务业出口竞争力的影响微弱，这可能与服务业发展历程中三次产业发展的协同度不一致相关。建国初至改革开放前，优先发展重工业，忽视了服务业的发展，导致在建立社会主义市场经济体制之前中国经济仍然受到计划时期的影响，三次产业发展的协同度不一致，从而放缓了产业结构的合理化进程。(3)产业结构高级化程度对服务业出口竞争力的冲击一开始就产生较强的正向影响，直到第3期产生负向影响，随后第4至8期几乎不产生影响，直到第9期产生正向影响。这说明产业结构高级化程度对服务业出口竞争力的影响较为复杂。服务业FDI的投入使服务业对国民经济的贡献程度增加，从而产业结构高级化程度增强，三次产业都倾向于服务化，服务业出口竞争力增强。(4)服务业全要素生产率对服务业出口竞争力的冲击一开始是负向影响，直到第3期产生正向影响，随后几个时期里除了第6、8期的影响为正向，其余都为负向影响。

服务业出口竞争力对服务业FDI冲击的响应

服务业出口竞争力对产业结构合理化程度冲击的响应

服务业出口竞争力对产业结构高级化程度冲击的响应

服务业出口竞争力对服务业全要素生产率冲击的响应

2.方差分解分析

从方差分解的结果来看，在所有因素中服务业出口竞争力自身的贡献最大，在第一期占100%，一直到第10期都存在54.32%的贡献。在各种对服务业出口竞争力产生冲击的因素中：(1)服务业外商直接投资额参与度占预测方差的比重逐步攀升，直到第5期攀升至20.57%，随后一直趋于稳定，且在第9期达到了峰值，占20.98%。服务业FDI在所有产生冲击的因素中贡献最大，这与国内已有研究结果[2-5]认为服务业FDI对服务业出口竞争力产生显著影响基本一致。(2)反映产业结构的合理化程度的泰尔指数对服务业出口竞争力的影响不显著，直到第10期到达稳定的2.53%。这说明产业结构合理化程度对服务业国际竞争力产生一定影响，但是产业结构合理化程度不高的问题值得关注。(3)反映产业结构高级化程度的非农产业产值占比对服务业出口竞争力的影响程度仅次于服务业FDI，从第3期到达峰值19.21%之后略有下滑，直到第5期为13.56%，随后一直趋于稳定，维持在13%左右。这说明产业结构的高级化使得服务业在我国国民经济中的贡献度增强，对服务业出口竞争力的波动产生了助推作用。(4)服务业全要素生产率对服务业国际竞争力的影响程度一直都处于攀升状态，直到第10期达到峰值9.40%，说明由技术进步所带来的服务业全要素生产率的提高增强了服务业出口竞争力。

四、结论及政策建议

本文采用1985—2014年的年度数据，运用SVAR模型对影响中国服务业出口竞争力的服务业FDI及其相关因素进行了实证分析。结果发现，服务业FDI及其相关因素对中国服务业国际竞争力的影响日益显著。一方面，改革开放以来，服务业外资参与度的增强提高了服务业的出口竞争力，且这种影响长期保持在均衡的水平。同时，产业结构高级化提高了服务业出口竞争力；产业结构的合理化进程速度较慢，对服务业出口竞争力影响不大。另一方面，由技术进步所带来的服务业全要素生产率的提高促使服务业出口竞争力增强。其中，服务业FDI的贸易传导作用最强，从第2期就对服务业出口竞争力产生影响，直到第10期其贡献超过了20.83%；产业结构高级化程度在第2期对服务业出口竞争力的影响最大，直到第10期对服务业国际竞争力的影响也排在第二位，贡献达到12.90%；服务业全要素生产率的影响排在第三位，一直处于上升状态，且第10期贡献达到9.40%；产业结构合理化程度对服务业出口竞争力的影响不大，第10期仅为2.53%。

针对上述研究结论，本文认为政府要提高服务业的出口竞争力除了要处理好国内外经济环境与服务业发展的关系，以各种方式激励服务企业进行技术创新，以服务业全要素生产率的提高来保证服务贸易的顺利推进外，更要积极研究服务业FDI及其相关因素对服务业出口竞争力的影响。第一，积极研究服务业FDI对服务业出口竞争力产生影响的传导机制与传递路径。借鉴发达国家建立完善服务业制度的经验，进一步放开对服务业的市场准入管制，充分利用服务市场信息进行宏观调控，以增加政策调控的预见性，从而明确服务业外资的进入对服务业出口竞争力的影响程度。第二，政府应稳步调整三次产业比例，实现三次产业的协同发展，积极引导服务业外商直接投资在产业结构变迁过程中对服务业出口竞争力产生正向影响。第三，政府完善服务业外商投资的市场，积极引导长时期的服务业FDI投入，避免服务业外商直接投资的短期投机行为。第四，鼓励服务企业的技术创新以及高技术服务业的发展，提高服务业的全要素生产率，以此增强中国服务业在国际市场上的比较优势。

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TheInfluenceofServiceIndustryFDIontheExportCompetitivenessofChina’sServiceIndustryAn Empirical Analysis Based on SVAR Model

YANG He

(Chongqing Technology and Business University, Chongqing 400067, China)

Using the 1985—2014 annual data, applying the SVAR model, the service FDI and its related factors that affect China’s export competitiveness are analyzed. Results show that on the one hand, since the reform and opening, the increase of foreign service participation enhances the export competitiveness of service industry, which in the long run keeps unabated. At the same time, in the process of industrial structure change, the enhancement of industrial structure improves the export competitiveness of service industry. The process of rationalization of industrial structure is slow, which does not influence the competitiveness of export services. On the other hand, the improvement of total factor productivity in service industry enhances the export competitiveness of service industry.

service industry FDI; service industry export competitiveness; industrial structure change; total factor productivity

2016-12-19；

2017-04-08

国家社会科学基金项目“长江经济带商贸流通协调发展研究”(15BJY110)；重庆工商大学研究生创新型科研项目“商贸流通业—人口—空间耦合协调发展研究——以长江经济带为例”(yjscxx2017-066-02)

杨荷(1993—)，女，重庆合川人，重庆工商大学经济学院硕士研究生，研究方向：产业经济。

F260

A

1674-0297(2017)05-0075-07

(责任编辑张 璠)